事業(yè)單位社區(qū)老年人社區(qū)參與現(xiàn)狀及影響因素分析

(四川大學(xué)公共管理學(xué)院 四川 成都 610000)

一、問(wèn)題的提出

我國(guó)城市基層社區(qū)管理體制轉(zhuǎn)軌，從單位社會(huì)的“單位制為主、街居制為輔”過(guò)渡到“后”單位社會(huì)的“社區(qū)制”僅僅用了不到30年時(shí)間，由于缺乏歷史經(jīng)驗(yàn)積淀和本土化實(shí)踐，目前我國(guó)城市社區(qū)治理還存在不少缺陷，例如社區(qū)社會(huì)關(guān)系脫域、社區(qū)居民參與不足、社區(qū)社會(huì)組織發(fā)育不全、社區(qū)自治能力低下等問(wèn)題。

在全面建成小康社會(huì)的決勝期，為全面提升社會(huì)治理水平、實(shí)現(xiàn)國(guó)家治理體系和治理能力現(xiàn)代化，就要求“加強(qiáng)社區(qū)治理體系建設(shè)，推動(dòng)社會(huì)治理中心向基層下移”，打造共建共治共享的社會(huì)治理格局，在社區(qū)層面實(shí)現(xiàn)社區(qū)治理體系和治理能力的現(xiàn)代化。在此背景下，社區(qū)居民參與作為提升社區(qū)治理水平的重要舉措開(kāi)始進(jìn)入筆者的研究視野。社區(qū)參與的主體是社區(qū)的居民，眾多的研究表明，老年人已經(jīng)成為社區(qū)參與的核心力量之一。相較于其他社區(qū)參與群體，老年人群體擁有更充裕的時(shí)間、豐富的社會(huì)經(jīng)驗(yàn)、廣闊的人脈等優(yōu)勢(shì)資源。城市老年人社區(qū)參與是落實(shí)基層社會(huì)治理的創(chuàng)新方案，也是完善社區(qū)治理體系構(gòu)建的重要路徑[1]。

事業(yè)型單位社區(qū)是由行政、教育、醫(yī)療等單位形成的社區(qū)。作為單位型社區(qū)的一種，事業(yè)型單位社區(qū)也具備了單位型社區(qū)在制度轉(zhuǎn)型過(guò)程中的所有問(wèn)題，由原來(lái)的單一式單位社區(qū)逐漸轉(zhuǎn)型為混合式的綜合社區(qū)[2]，并伴隨出現(xiàn)住房產(chǎn)權(quán)私有化、居民組成復(fù)雜化、社會(huì)空間外向化、社區(qū)管理社會(huì)化以及生活方式城市化等現(xiàn)象[3]。由于事業(yè)單位在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)改革中受到的沖擊較小，在沒(méi)有特定的且具有針對(duì)性的政策支持下，由于長(zhǎng)期受到傳統(tǒng)管理模式和意識(shí)的影響，事業(yè)型單位社區(qū)一直是城市社區(qū)治理的難點(diǎn)之一。

由于福利分房和房改政策等歷史原因，事業(yè)型單位社區(qū)擁有更加豐富的老年人口資源，因此，應(yīng)重視事業(yè)型單位社區(qū)內(nèi)老年人社區(qū)參與的主力軍地位。本文將成都市事業(yè)型單位社區(qū)的老年社區(qū)居民(60歲及以上)作為研究對(duì)象，通過(guò)把握事業(yè)型單位社區(qū)老年人的社區(qū)參與現(xiàn)狀及其影響因素，嘗試為事業(yè)型單位社區(qū)提升治理水平提出意見(jiàn)和建議。

二、理論框架和研究假設(shè)

(一)社區(qū)與社區(qū)參與

由于研究角度的差異，目前社會(huì)學(xué)界對(duì)于社區(qū)這個(gè)概念尚無(wú)統(tǒng)一的定義，但在社區(qū)的構(gòu)成要素上還是基本達(dá)成一致的，普遍認(rèn)為社區(qū)應(yīng)當(dāng)是由地緣、人群、設(shè)施、社會(huì)組織、社區(qū)文化和共同約束等要素組成的一定地域范圍內(nèi)的社會(huì)生活共同體。在此基礎(chǔ)上，社區(qū)參與則是一種公眾參與的過(guò)程，是實(shí)現(xiàn)社區(qū)自治、促進(jìn)民主政治發(fā)育的重要手段，是社區(qū)成員參加社區(qū)各種公共活動(dòng)或公共事務(wù)決策、管理和運(yùn)作，影響社區(qū)的權(quán)力運(yùn)作，并分享社區(qū)建設(shè)成果的行為和過(guò)程[4]。本文將社區(qū)參與劃分為娛樂(lè)性參與、志愿性參與、管理性參與和政治性參與四種類型。

(二)理論視角與研究假設(shè)

從美國(guó)學(xué)者勞瑞和理查德·C·博克斯的研究中可以發(fā)現(xiàn)，在社區(qū)自治過(guò)程中，根據(jù)居民的社區(qū)參與行為層次，可將其分為積極的參與者、看門人和搭便車者三種角色類型。積極的參與者往往是積極參與到各種各樣社區(qū)事務(wù)和社區(qū)組織中的居民，他們關(guān)心社區(qū)的發(fā)展，希望自己在社區(qū)事務(wù)中發(fā)揮積極并持續(xù)的影響，由此可能具有較高的政治效能感?？撮T人會(huì)參與社區(qū)事務(wù)，但往往指參與少數(shù)直接關(guān)系自身利益的關(guān)鍵議題。而搭便車者則很少參與或關(guān)心社區(qū)事務(wù)，他們往往讓別人來(lái)行使公民資格的職責(zé)，由于社區(qū)服務(wù)具有公共性，他們可以在不付出任何成本的情況下消費(fèi)社區(qū)服務(wù)。社區(qū)參與的積極份子和搭便車者占據(jù)了社區(qū)自治參與連續(xù)譜的兩端，看門者則處于連續(xù)譜的中間位置?？偟膩?lái)說(shuō)，大多數(shù)居民在社區(qū)參與中，積極分子占少數(shù)，搭便車者和看門者是多數(shù)。

學(xué)界關(guān)于社區(qū)參與積極分子的許多研究已對(duì)此有所印證，張必春發(fā)現(xiàn)我國(guó)城市社區(qū)居民的政治參與程度低，僅有38%的居民參與投票[5]，大多數(shù)人還是處于一種“政治冷漠”狀態(tài)。還有學(xué)者從“村莊精英”和“關(guān)鍵群眾”的身上發(fā)現(xiàn)了社區(qū)積極分子的一些特質(zhì)，認(rèn)為社區(qū)中的非體制精英跟社區(qū)積極分子十分相似，因此認(rèn)為社區(qū)的精英網(wǎng)絡(luò)很大程度上就是城市社區(qū)的積極分子網(wǎng)絡(luò)，跟少數(shù)的“村莊精英”和“關(guān)鍵群眾”類似，城市社區(qū)的積極分子也是屬于一種“積極的少數(shù)”[6]。此外，研究發(fā)現(xiàn)積極分子主要是由社區(qū)中的居委會(huì)干部、離退休黨員、樓棟組長(zhǎng)以及其他積極參加與居委會(huì)有關(guān)的各類組織與活動(dòng)的人員組成[7]。積極分子在社區(qū)參與的過(guò)程中與社區(qū)基層組織如社區(qū)居委會(huì)或基層黨組織聯(lián)系緊密，并且不斷通過(guò)各種方式動(dòng)員和組織其他居民參與社區(qū)活動(dòng)[8]，逐漸成為社區(qū)基層組織與社區(qū)其他居民溝通和對(duì)話橋梁。

此外，社會(huì)資本理論認(rèn)為社會(huì)資本可以促進(jìn)公民的社會(huì)參與，減少公民的搭便車行為，從而走出集體行動(dòng)困境。公民通過(guò)互惠、合作參與群體社會(huì)行動(dòng)，從而產(chǎn)生社會(huì)信任，并形成互惠規(guī)范和公民參與網(wǎng)絡(luò)。“社會(huì)資本的存量，如信任、規(guī)范和網(wǎng)絡(luò)，往往具有自我增強(qiáng)性和可積累性。良性循環(huán)會(huì)產(chǎn)生社會(huì)均衡，形成高水準(zhǔn)的合作、信任、互惠、公民參與和集體福利”[9]。

從實(shí)證研究結(jié)果來(lái)看，有學(xué)者發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本在社區(qū)主要體現(xiàn)為居民信任度、居民參與度以及關(guān)系網(wǎng)絡(luò)密切度三個(gè)方面的存量，社會(huì)資本越豐富，居民的參與程度就越高，同時(shí)參與的績(jī)效也越高[10]；居民之間鄰里熟悉程度越高、互動(dòng)程度越頻繁，居民的社區(qū)參與率就越高[11]；居民對(duì)社區(qū)居委會(huì)和社區(qū)自發(fā)團(tuán)體的信任度越高，社區(qū)參與度就越高[12]；總之，學(xué)界普遍認(rèn)為社會(huì)資本對(duì)社區(qū)參與具有積極影響。

由此我們可以提出本文的研究假設(shè)：

假設(shè)1：老年人是否屬于社區(qū)參與中的積極分子受個(gè)人經(jīng)濟(jì)狀況、居住年限以及政治面貌的影響，即在社區(qū)參與中屬于積極分子的老年人往往是黨員，經(jīng)濟(jì)能力低下并且在社區(qū)居住年限較長(zhǎng)。

假設(shè)2:相比其他老年人，作為積極分子的老年人具有更高的政治效能感。

假設(shè)3：相比其他老年人，作為積極分子的老年人對(duì)社區(qū)工作、社區(qū)環(huán)境等具有更高的滿意度和更高的社會(huì)信任度。

假設(shè)4：相比其他老年人，作為積極分子的老年人擁有更多社會(huì)資本，具體表現(xiàn)為鄰里間社交頻率高、鄰里熟悉度高。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源與變量設(shè)置

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用的數(shù)據(jù)資料來(lái)源于2017年成都市社科基金項(xiàng)目“成都市事業(yè)型單位社區(qū)治理研究”在成都市主城區(qū)所進(jìn)行的調(diào)查，調(diào)查對(duì)象為18歲以上的成都市事業(yè)型單位社區(qū)居民，調(diào)查內(nèi)容包括受訪對(duì)象的基本信息、對(duì)社區(qū)的認(rèn)知、社區(qū)參與、社區(qū)依賴等方面。根據(jù)本文研究目標(biāo)，筆者僅抽取其中老年人(60歲及以上)的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，最終獲得有效樣本人數(shù)為110人，并運(yùn)用SPSS 22.0進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。

(一)變量設(shè)置

1.因變量設(shè)置

為了將老年人在社區(qū)參與中的積極分子與其他非積極分子的老年人加以區(qū)分，本文根據(jù)樣本在11個(gè)測(cè)量社區(qū)參與問(wèn)題上的回答情況，使用聚類分析構(gòu)造出一個(gè)新變量“是否為積極分子”(1=是，0=否)作為本文因變量Y，并根據(jù)兩類群體在X6社區(qū)參與度上的區(qū)別，將社區(qū)參與度更高的類別在Y變量上賦值為“1”；社會(huì)參與度更低的類別在Y變量上賦值為“0”。

2.核心解釋變量

本文主要解釋變量包括鄰里熟悉程度、社會(huì)交往頻率、社會(huì)信任度、社區(qū)滿意度、政治效能感、社區(qū)參與度等6個(gè)維度的變量x1～x6。

社會(huì)網(wǎng)絡(luò)變量包括鄰里熟悉程度x1、社會(huì)交往頻率x2兩個(gè)子變量。鄰里熟悉程度x1使用問(wèn)題“您與街坊鄰居之間的熟悉程度如何”進(jìn)行測(cè)量，問(wèn)卷的回答選項(xiàng)包括“非常不熟悉、不太熟悉、一般、熟悉、非常熟悉”，分別賦值為1～5。

社會(huì)交往頻率x2使用問(wèn)題“在過(guò)去一年中，您在空閑時(shí)間串門/社交的頻率”進(jìn)行測(cè)量，問(wèn)卷的回答選項(xiàng)包括“從不、很少、有時(shí)、經(jīng)常、總是”，分別賦值為1～5。

社會(huì)信任度x3使用問(wèn)題“您在多大程度上同意本社區(qū)中絕大多數(shù)居民都是可以信任的說(shuō)法”進(jìn)行測(cè)量，回答選項(xiàng)包括“完全不同意、比較不同意、不清楚、比較同意、完全同意”，分別賦值為1～5。

社區(qū)滿意度x4使用“您對(duì)所接觸的社區(qū)工作人員的滿意度”、“您對(duì)目前社區(qū)居住環(huán)境的滿意度”兩個(gè)問(wèn)題進(jìn)行測(cè)量，將回答選項(xiàng)“完全不滿意、比較不滿意、基本滿意、比較滿意、非常滿意”分別賦值為1～5，將兩個(gè)問(wèn)題的得分加總并進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理以后構(gòu)造出測(cè)量“社區(qū)滿意度”的變量x4。

政治效能感x5使用“您認(rèn)為自己的建議能否影響社區(qū)居委會(huì)的管理決策”、“您認(rèn)為社區(qū)居委會(huì)是否重視您提出的建議”兩個(gè)問(wèn)題進(jìn)行測(cè)量，將問(wèn)題一的回答選項(xiàng)“不會(huì)影響到、不一定、能影響到”分別賦值為1、2、3，將問(wèn)題二的回答選項(xiàng)“不重視、比較重視、非常重視”分別賦值為1、2、3，同樣將兩個(gè)問(wèn)題的得分加總并進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理以后構(gòu)造出測(cè)量“政治效能感”的變量x5。

社區(qū)參與度x6是根據(jù)11個(gè)問(wèn)題重新構(gòu)造出的新變量。如前文所述，筆者將社區(qū)參與劃分為娛樂(lè)性參與、志愿性參與、管理性參與和政治性參與四種類型，并根據(jù)樣本對(duì)每種參與類型中測(cè)量問(wèn)題的回答進(jìn)行得分加總，然后將每類得分標(biāo)準(zhǔn)化，最后將四類標(biāo)準(zhǔn)化得分加總構(gòu)造出x6“社區(qū)參與度”。

本文認(rèn)為老年人的個(gè)體特征也可能會(huì)對(duì)其社區(qū)參與度造成影響，故將收入水平x7、居住年限x8、黨員身份x9作為自變量納入模型。

(二)描述性統(tǒng)計(jì)分析

為了快速把握樣本分布情況，本文對(duì)各種變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)分析，具體統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表1。結(jié)果顯示：

老年人樣本中男女比例為43.6%和56.4%，性別分布較為均衡；樣本平均年齡為72歲；黨員與非黨員的比例分別為48.2%和51.8%；在文化程度上，事業(yè)型單位社區(qū)的老年人文化程度整體較高；從人員性質(zhì)來(lái)看，超90%的老年人與所在社區(qū)所屬的事業(yè)單位存在業(yè)緣關(guān)系，說(shuō)明目前事業(yè)型單位社區(qū)的性質(zhì)仍然比較典型；從收入狀況來(lái)看，老年人樣本的家庭月收入狀況整體較好；在居住年限上，老年人樣本在事業(yè)型單位社區(qū)的平均居住年限為28年，55.3%的老年人樣本居住年限在30年以上，樣本具有較好的代表性。

從社區(qū)交往來(lái)看，事業(yè)型單位社區(qū)的老年人鄰里熟悉程度整體較高，但交往頻率不高；此外，事業(yè)型單位社區(qū)的老年人對(duì)社區(qū)內(nèi)成員的信任度保持在較高水平；但在社區(qū)歸屬感上可以看出，盡管60%的老年人對(duì)社區(qū)具有歸屬感，但仍有40%的老年人與事業(yè)單位的心理距離更近，這說(shuō)明事業(yè)型單位社區(qū)的老年人仍具有較強(qiáng)的單位意識(shí)。

表1 變量的描述性分析

四、模型設(shè)定與實(shí)證結(jié)果分析

(一)模型設(shè)定

本部分的研究目標(biāo)主要有兩個(gè)：第一，事業(yè)型單位社區(qū)老年人在社區(qū)參與中表現(xiàn)為積極分子的那部分人群具有怎樣的人口特征？第二，哪些因素會(huì)影響老年人成為積極分子？為此，本文首先通過(guò)聚類分析構(gòu)造出因變量Y=是否積極分子(0、1取值)，并使用二項(xiàng)分類Logistic回歸模型進(jìn)行回歸分析，該回歸模型表示為：

logit P(Y1=1)

其中是常數(shù)項(xiàng)，是(i=1，2，m)所對(duì)應(yīng)的偏回歸系數(shù)。

(二)實(shí)證結(jié)果分析

為了將社區(qū)參與中的積極分子與其他老年人區(qū)分出來(lái)，本文通過(guò)上文構(gòu)造因變量Y的11個(gè)子問(wèn)題對(duì)樣本進(jìn)行聚類分析，將所有樣本分成2類，并對(duì)得出的聚類結(jié)果進(jìn)行非參數(shù)檢驗(yàn)以分析積極分子的人口特征。

研究發(fā)現(xiàn)，聚類操作將所有樣本分為2類，第1類占比22.7%，第2類占比77.3%。通過(guò)表2描述性分析可以發(fā)現(xiàn)，第1類老年人的平均社區(qū)參與度為4.93，標(biāo)準(zhǔn)差為1.45，最大值為6.32，最小值為0.41；第2類老年人的平均社區(qū)參與度為-1.45，標(biāo)準(zhǔn)差為2.17，最大值為2.8，最小值為-4.47。第1類老年人的社區(qū)參與度平均值明顯比第2類更高，標(biāo)準(zhǔn)差更小，故可以認(rèn)為第1類老年人就是社區(qū)參與中的積極分子，由此可以重新賦值構(gòu)造出因變量Y“是否積極分子(0=否，1=是)”。

從非參數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果(表3)和相關(guān)分析結(jié)果(表4)來(lái)看，老年人在社區(qū)參與中的積極分子與其他老年人在居住年限、政治效能感、社區(qū)滿意度、社區(qū)信任度、社區(qū)熟悉程度和社區(qū)交往頻率都存在顯著差異。

表2描述性統(tǒng)計(jì)分析

表3 非參數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

結(jié)果變量 Mann-Whitney U統(tǒng)計(jì)資料Wilcoxon WZ漸進(jìn)顯著性(雙尾)性別1012.54667.5-0.4150.678文化程度10081333-0.4020.688家庭月收入8314486-1.8010.072黨員身份8454500-1.7920.073居住年限642.54297.5-2.7660.006政治效能感3173803-5.4750.000社區(qū)滿意度415.53985.5-4.6660.000社區(qū)信任度6353716-2.7500.006社區(qū)熟悉程度5064076-4.1580.000社區(qū)交往頻率405.53975.5-4.8680.000

為了驗(yàn)證研究假設(shè)，接下來(lái)繼續(xù)進(jìn)行二元logistic回歸分析，將Y“是否為積極分子”作為因變量，社區(qū)熟悉程度x1、社區(qū)交往頻率x2、社會(huì)信任度x3、社區(qū)滿意度x4、政治效能感x5、家庭月收入x7、居住年限x8、黨員身份x9作為自變量納入模型。由于logistic回歸模型跟線性模型一樣對(duì)多重共線性敏感，為避免因自變量間多重共線性嚴(yán)重導(dǎo)致的模型參數(shù)估計(jì)不精確、參數(shù)估計(jì)值方差增大或參數(shù)估計(jì)量無(wú)效等問(wèn)題，在進(jìn)行模型擬合之前，本文通過(guò)變量間相關(guān)系數(shù)、VIF、TOL、特征根分析系統(tǒng)等進(jìn)行了多重共線性診斷，診斷結(jié)果發(fā)現(xiàn)自變量間不存在嚴(yán)重的多重共線性問(wèn)題，可放心使用logistic回歸模型。

將8個(gè)自變量和因變量納入回歸模型，使用逐步回歸法最終得到表7。結(jié)果表明最終只有社會(huì)交往頻率和政治效能感兩個(gè)變量進(jìn)入回歸模型，logistic非標(biāo)準(zhǔn)化回歸方程為：

logit P(Y=1)=

上式表明社交頻率對(duì)老年人是否屬于積極分子產(chǎn)生正向影響，社會(huì)交往頻率高的老年人更有可能是社區(qū)參與積極分子；對(duì)應(yīng)優(yōu)勢(shì)比OR值為3.220，表明在其他條件都不變的情況下，社會(huì)交往頻率每提升一個(gè)等級(jí)，老年人成為社區(qū)參與積極分子的可能性會(huì)增加2.22倍。

政治效能感對(duì)老年人是否屬于積極分子產(chǎn)生正向影響，政治效能感高的老年人更有可能成為社區(qū)參與的積極分子；對(duì)應(yīng)優(yōu)勢(shì)比OR值為4.240，表明在其他條件都不變的情況下，政治效能感每增加一個(gè)單位，老年人成為社區(qū)參與積極分子的可能性會(huì)增加3.24倍。

為了比較兩個(gè)自變量的影響大小，利用公式：(表示第i個(gè)自變量的標(biāo)準(zhǔn)差)計(jì)算得出社會(huì)交往頻率的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為0.649，政治效能感的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為0.797，故認(rèn)為政治效能感的高低對(duì)是否成為積極分子影響更大。

假設(shè)檢驗(yàn)的最終結(jié)論為：相比其他老年人，作為積極分子的老年人具有更高的政治效能感；相比其他老年人，作為積極分子的老年人社會(huì)交往頻率更高。

表4 logistic回歸分析結(jié)果

五、結(jié)論及建議

老年人是參與社區(qū)治理的重要力量，通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)，事業(yè)型單位社區(qū)中的老年人在社區(qū)參與中屬于積極分子的那部分人仍然屬于“積極的少數(shù)”，比例大致符合在社區(qū)參與中積極分子社區(qū)居民與其他社區(qū)居民的“二八定律”分布。

不考慮其他因素，老年人在社區(qū)參與中的積極分子與其他老年人在居住年限、政治效能感、社區(qū)滿意度、社區(qū)信任度、社區(qū)熟悉程度、社區(qū)交往頻率和社區(qū)參與度上都存在顯著差異。綜合考慮所有因素發(fā)現(xiàn)，政治效能感和鄰里間的社交頻率是影響老年人社區(qū)參與的兩個(gè)重要因素；相比其他老年人，作為積極分子的老年人具有更高的政治效能感并且與鄰里間的社交頻率更高，因此社區(qū)參與度更高，在社區(qū)參與中表現(xiàn)更積極。

老年人一方面是社區(qū)服務(wù)的對(duì)象，另一方面則是參與社區(qū)治理、推動(dòng)社區(qū)建設(shè)的關(guān)鍵力量[13]。因此，基層政府和社區(qū)首先應(yīng)進(jìn)一步拓展社區(qū)服務(wù)功能，完善社區(qū)老年服務(wù)機(jī)構(gòu)的建設(shè)，根據(jù)事業(yè)型單位社區(qū)老年人群體的切實(shí)需求，為老年人提供多層次、多樣化的助老養(yǎng)老的服務(wù)，通過(guò)努力滿足老年人群體的需求，以增強(qiáng)事業(yè)型單位社區(qū)中老年群體對(duì)社區(qū)的認(rèn)同感和歸屬感；其次，要在社區(qū)工作中積極組織社區(qū)活動(dòng)，增強(qiáng)老年人之間社會(huì)交往，并且要使老年居民在參與社區(qū)治理的過(guò)程中更具有“獲得感”，進(jìn)一步提升老年社區(qū)居民的政治效能感，從而激發(fā)老年人在社區(qū)參與中的積極性。